CHƯƠNG IV: PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
CHƯƠNG 5: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU
5.4 PHÂN TÍCH TƯƠNG QUAN HỒI QUY ĐA BIẾN
5.4.2 Kiểm đinh giả thuyết
Ta tiến hành phân tích hồi quy để xác định cụ thể trọng số của từng biến độc lập tác động lên biến phụ thuộc.
Bảng 5.4.2 Kết quả phân tích hồi quy của các biến Uy tín trường đại học, năng lực giảng viên, cơ sở vật chất, năng lực sinh viên, thời gian dành cho việc học, động cơ học tập với biến kết quả học tập
B Std. Error Beta Tolerance VIF
(Constant) .001 .042 .017 .986
Nlucgv .211 .063 .197 3.377 .001 .511 1.955
Csvc .105 .056 .098 1.856 .065 .625 1.601
Uytin .016 .058 .014 .268 .789 .626 1.596
Dcoht .508 .063 .477 8.109 .000 .502 1.991
Nlucsv .102 .070 .092 1.469 .143 .444 2.252
1
Tgian .032 .059 .029 .538 .591 .586 1.705
Kết quả mô hình hồi quy có Sig. bằng 0.000 cho thấy mô hình hồi quy đa tuyến tính đa biến là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được. Hệ số R2 hiệu chỉnh bằng .742 có nghĩa 74.2% độ biến thiên dữ liệu của biến phụ thuộc có thể giải thích bởi mô hình nghiên cứu. Giả thuyết động cơ học tập, năng lực giảng viên trường đại học có Sig. = .000 và .001 (Sig. < 0.5) có ý nghĩa thống kê. Bốn yếu tố còn lại là Cơ sở vật chất, uy tín, thời gian dành cho việc học, năng lực sinh viên bị bác bỏ.
Đo lường đa cộng tuyến: hệ số phóng đại của biến năng lực sinh viên là VIF = 2.252 lớn hơn 2 nhưng do biến trên không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%
(Sig. >0.05) nên trong trường hợp này không cần quan tâm đến hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 5.4.3 Kết quả phân tích hồi quy của các biến: uy tín trường đại học, năng lực giảng viên, cơ sở vật chất, thời gian dành cho việc học, động cơ học tập, năng lực sinh viên với biến giá trị dịch vụ
Hệ số chưa chuẩn hóa Hệ số đã chuẩn hóa Collinearity Statistics
Biến B Std. Error Beta t Sig. Tolerance VIF
(Constant) .001 .039 .034 .973
Nlucgv .372 .059 .347 6.308 .000 .511 1.955
Csvc .046 .053 .043 .856 .393 .625 1.601
Uytin .048 .055 .043 .869 .386 .626 1.596
Dcoht .431 .059 .404 7.285 .000 .502 1.991
Nlucsv .185 .066 .166 2.808 .005 .444 2.252
1
Tgian -.061 .056 -.057 -1.104 .270 .586 1.705
Kết quả mô hình hồi quy có Sig. bằng 0.00 cho thấy mô hình hồi quy đa tuyến tính đa biến là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được. Hệ số R2 hiệu chỉnh
bằng .774 có nghĩa 77.4 % độ biến thiên dữ liệu của biến phụ thuộc có thể giải thích bởi mô hình nghiên cứu. Giả thuyết động cơ học tập, năng lực giảng viên trường đại học có Sig. = .000 (Sig. < 0.5) có ý nghĩa thống kê. Bốn yếu tố còn lại là Cơ sở vật chất, uy tín, thời gian dành cho việc học, năng lực sinh viên bị bác bỏ.
Đo lường đa cộng tuyến: hệ số phóng đại của biến năng lực sinh viên là VIF = 2.252 lớn hơn 2 nhưng do biến trên không có ý nghĩa thống kê ở mức ý nghĩa 5%
(Sig. >0.05) nên trong trường hợp này không cần quan tâm đến hiện tượng đa cộng tuyến.
Bảng 5.4.4 kết quả phân tích hồi quy của các biến thuộc nguồn lực trường đại học (uy tín, năng lực giảng viên, cơ sở vật chất) với kết quả học tập của sinh viên
Hệ số chưa chuẩn
hóa
Hệ số đã chuẩn
hóa
Collinearity Statistics
Biến B
Std.
Error Beta t Sig. Tolerance VIF
(Constant) .003 .050 .050 .960
Nlucgv .393 .071 .366 5.508 .000 .566 1.765
Csvc .322 .061 .301 5.262 .000 .762 1.312
1
uytin .025 .069 .023 .364 .716 .634 1.578
Kết quả mô hình hồi quy có Sig. bằng 0.00 cho thấy mô hình hồi quy đa tuyến tính đa biến là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được. Khi phân tích riêng các biến thuộc nguồn lực trường đại học, ta thấy có 2 biến ảnh hưởng đến kết quả học tập của sinh viên là năng lực giảng viên và cơ sở vật chất của trường đại học, biến uy tín có sig >0.05 nên bị bác bỏ. Hai biến còn lại là cơ sở vật chất, năng lực giảng viên có Sig. = .000 (Sig. < 0.5) có ý nghĩa thống kê.
Bảng 5.4.5 Kết quả phân tích hồi quy của các biến thuộc nguồn lực sinh viên (năng lực sinh viên, thời gian dành cho việc học, động cơ học tập) với biến kết quả học tập của sinh viên
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số đã chuẩn
hóa
Collinearity Statistics
Biến B
Std.
Error Beta t Sig. Tolerance VIF
(Constant) 3.931E-
16 .043 .000 1.000
dcoht .615 .062 .577 9.967 .000 .564 1.774
Nlucsv .155 .069 .139 2.242 .026 .490 2.041
1
Tgian .063 .061 .058 1.043 .298 .603 1.658
Kết quả mô hình hồi quy có Sig. bằng 0.00 cho thấy mô hình hồi quy đa tuyến tính đa biến là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được. Khi phân tích riêng các biến thuộc nguồn lực sinh viên, ta thấy có một biến ảnh hưởng đến kết quả học tập của sinh viên là động cơ học tập của sinh viên, biến năng lực sinh viên, thời gian dành cho việc học có sig >0.05 nên bị bác bỏ. Biến còn lại là động cơ học tập có Sig. = .000 (Sig. < 0.5) có ý nghĩa thống kê.
Bảng 5.4.6 kết quả phân tích hồi quy của các biến thuộc nguồn lực trường đại học (uy tín, năng lực giảng viên, cơ sở vật chất) với biến giá trị dịch vụ
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số đã chuẩn
hóa
Collinearity Statistics
Biến B
Std.
Error Beta t Sig. Tolerance VIF
(Constant) .003 .046 .057 .955
Nlucgv .513 .066 .478 7.775 .000 .566 1.765
Csvc .254 .057 .237 4.477 .000 .762 1.312
1
uytin .062 .064 .056 .970 .333 .634 1.578
Kết quả mô hình hồi quy có Sig. bằng 0.00 cho thấy mô hình hồi quy đa tuyến tính đa biến là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được. Khi phân tích riêng các biến thuộc nguồn lực trường đại học, ta thấy có hai biến ảnh hưởng đến giá trị dịch vụ là năng lực giảng viên và cơ sở vật chất của trường đại học, biến uy tín có sig
>0.05 nên bị bác bỏ. Biến cơ sở vật chất, năng lực giảng viên có Sig. = .000 (Sig. <
0.5) có ý nghĩa thống kê
Bảng 5.4.7 Kết quả phân tích hồi quy của các biến thuộc nguồn lực sinh viên (năng lực sinh viên, thời gian dành cho việc học, động cơ học tập) với biến giá trị dịch vụ
Hệ số chưa chuẩn hóa
Hệ số đã chuẩn hóa
Collinearity Statistics
Biến B
Std.
Error Beta t Sig. Tolerance VIF
(Constant) -
3.094E- 16
.044 .000 1.000
dcoht .583 .063 .547 9.296 .000 .564 1.774
Nlucsv .229 .070 .206 3.261 .001 .490 2.041
1
Tgian .002 .062 .002 .031 .975 .603 1.658
Kết quả mô hình hồi quy có Sig. bằng 0.00 cho thấy mô hình hồi quy đa tuyến tính đa biến là phù hợp với tập dữ liệu và có thể sử dụng được. Khi phân tích riêng các biến thuộc nguồn lực sinh viên, ta thấy có hai biến ảnh hưởng đến kết quả học tập của sinh viên là động cơ học tập của sinh viên, năng lực học tập của sinh viên, biến thời gian dành cho việc học có sig >0.05 nên bị bác bỏ. Biến còn lại là động cơ học tập, năng lực học tập của sinh viên có Sig. = .000 (Sig. < 0.5) có ý nghĩa thống kê.
Bảng 5.4.8 Kết quả kiểm định giả thuyết bị bác bỏ
Giả thuyết ò Sig. Kết luận
Cơ sở vật chất ảnh hưởng tích cực đến kết quả học tập của sinh viên
0.098 0.065 Bác bỏ
Uy tín ảnh hưởng tích cực đến kết quả học tập của sinh viên
0.14 0.268 Bác bỏ
Năng lực học tập ảnh hưởng tích cực đến kết quả học tập của sinh viên
0.092 0.143 Bác bỏ
Thời gian dành cho việc học ảnh hưởng tích cực đến kết quả học tập của sinh viên
.029 0.538 Bác bỏ
Cơ sở vật chất ảnh hưởng tích cực đến giá trị dịch vụ
.043 0.393 Bác bỏ
Uy tín ảnh hưởng tích cực đến giá trị dịch vụ
0.43 0.386 Bác bỏ
Thời gian dành cho việc học ảnh hưởng tích cực đến giá trị dịch vụ
-0.57 0.270 Bác bỏ
Bảng 5.4.9 Kết quả kiểm định các giả thuyết được chấp nhận
Giả thuyết ò Sig. Kết
luận
Năng lực giảng viên Đại học ảnh hưởng tích cực đến kết quả học tập của sinh viên
.197 0.001 Chấp
nhận
Động cơ học tập ảnh hưởng tích cực đến kết quả học tập của sinh viên
0.43 0.000 Chấp
nhận
Năng lực giảng viên ảnh hưởng tích cực đến gia trị dịch vụ
0.29 0.000 Chấp
nhận
Động cơ học tập hưởng tích cực đến giá trị dịch vụ 0.98 0.000 Chấp
nhận
Năng lực học tập ảnh hưởng tích cực đến giá trị dịch vụ 0.166 0.05 Chấp
nhận
Kết quả hồi quy cho thấy biến năng lực giảng viên có ảnh hưởng đến kết quả học tập của sinh viên (sig <0.05)
Kết quả hồi quy cho thấy biến động cơ học tập của sinh viên ảnh hưởng tích cực đến kết quả học tập của sinh viên (sig <0.05)
Kết quả hồi quy cho thấy biến năng lực giảng viên có ảnh hưởng đến giá trị dịch vụ (sig <0.05)
Kết quả hồi quy cho thấy biến động cơ học tập của sinh viên ảnh hưởng tích cực đến giá trị dịch vụ (sig <0.05)
Kết quả hổi quy cho thấy biến năng lực học tập ảnh hưởng tích cực đến giá trị dịch vụ (sig ≤0.05)